贸易进出口论文范文

贸易进出口论文篇1

关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型

改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。

一、文献回顾

迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。

从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。

上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。

二、实证分析

（一）数据选取

由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。

（二）时间序列的平稳性检验

在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。

综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。

（三）协整检验

近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）

综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。

对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。

回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：

浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。

由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。

由回归方程(2)可知，CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。（四）误差修正模型

误差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。

由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：

lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1

t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）

lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1

t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）

在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。

在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。

三、结论与建议

通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：

（1）从长期关系看，CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。

从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。

纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的,也是可行的。

（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。

本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。

从浙江省当前贸易战略出发,政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。

对企业界而言，加入WT0后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。

参考文献：

蔡锐,刘泉.2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗?——基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］.世界经济研究(8).

齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).

邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).

小岛清.1987.对外贸易论［M］.天津:南开大学出版社:437-442.

王亚平.2004.“十一五”期间中国经济参与国际分工趋势展望［J］.经济研究参考(49).

张如庆.2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］.世界经济研究(3).

AGARWALJP.1986.Thirdworldmultionalsandbalanceofpaymentseffectsonhomecountries:acasestudyofIndia［M］//KHUSHIMK.MultinationalsfromtheSowth.London:Maemillan.

MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.

MARKUSONJR,JAMESRM.1983.Factormovementsandcommoditytradeascomplements［J］.JournalofInternationalEconomics,14:341-356.

LISPEYRE,RAMSTETTERED,BLOMSTROMM.2000.OutwordFDIandparentexportsandemployment:Japan,TheUnitedStates,andSweden［R］.NBERWorkingPaper,No.7623.

贸易进出口论文篇2

一､引言 所谓的技术溢出，是指跨国企业在实现技术的当地化过程中，通过技术的非自愿扩散，促进了当地企业技术和生产力的提高｡在开放经济下，国际贸易被视为国际技术传递和扩散的最主要渠道之一，发展中国家由于受资金､科研､技术等原因的限制，采取同世界技术领先的发达国家进行有关新技术和新产品的国际贸易来吸收国外的先进技术，更是一种缩短其与发达国家之间技术差距的捷径｡一国通过进口贸易不仅可以购买高质量的外国最终制成品，而且还可以通过引入国外先进的中间产品来提高本国生产活动的技术含量｡可见，与出口贸易相比，进口贸易是一种更为直接的技术扩散的外溢的方式｡ Coe等人(1997)的研究表明，国际贸易是经济体之间技术转移和扩散的一条重要渠道，国际技术扩散及技术溢出借助于进口贸易促进国内经济水平的提高主要是基于中间品的进口和国际技术转移｡Keller(2002)估算出研发活动对一个产业生产力增长的贡献中，来自本产业的研发占50%，来自国内其他产业占了20%，来自国外的研发占到了30%｡在开放的经济条件下，贸易伙伴国的研发活动通过进口贸易对本国的全要素生产率的提高没有特别显著的作用｡ 国内外大量研究表明，能够标示着经济水平发展的一国的全要素生产率的变化不仅依赖于本国的R&D存量，还依赖于外国的R&D存量｡这也就是说，一国国内的研发行为可以直接促进本国的技术进步，同时，与本国进行贸易的其他国家的研发行为也可以通过国际贸易这一渠道产生技术溢出，进而直接或间接作用于本国的技术进步｡ 本文选取了1981—2001年的数据，根据LP模型考虑了人力资本来研究进口贸易的溢出效应对我国的影响｡同时，通过确定最符合当前中国的实际资本产出弹性来进行实证分析｡ 二､模型的建立 CH95模型是刻画技术进步与贸易关系的重要模型，它是由Coe和Helpman于1995年在Grossman和Helpman的创新驱动增长理论模型的基础上提出的，通过将进口份额作为权重构建国外R&D存量，第一次就贸易对一国TFP的影响进行了分析，并从实证角度考察了来自贸易伙伴R&D的投入如何通过进口贸易这个渠道产生技术外溢进而影响本国的技术进步的｡其表达形式如下: log(F：)=c：+α：：logS：：+α：：log(S：：)+ε：(1) S：：=：：·S：： M：=：M： 其中，S：：表示CH95方法计算出来的t时刻国家i的外国研发资本存量，M：表示国家i在t时期从贸易伙伴国j进口的总额，M：表示国家i在t时期从所有贸易伙伴国进口的总额｡S：：表示国家i在t时期国内的研发资本存量｡ CH95模型虽然采用进口份额对贸易伙伴国的R&D进行加权的方法普遍被研究进口贸易技术溢出效应的学者们使用，但是，CH95存在了设定偏误，即用以测度国外研发存量溢出的方法按照CH95模型，如果将两个国家合并成一个国家，就会得出合并后溢出的研发资本远远大于合并前两国分别溢出的研发资本之和，对于这一结果显然难以做出合理的解释｡针对这个结果，Lichtenberg和Potterie(后文简称:LP)(1996)指出，Coe和Helpman计算国外研发存量采用的加权方法存在“总量偏差”｡为了减小这种偏差，LP提出了以贸易伙伴国的总产出替代本国的进口总额作为权重，这样既能体现国际研发溢出的方向，又可反映其密度大小｡其计算公式为: S：：=：：·M：(2) 其中，S：：表示LP方法计算出来的t时刻国家i的外国研发资本存量，：表示国家j在t时期产出的R&D资本密集度｡ 基于以上，本文确定的测度我国进口贸易溢出的模型为: log(F：)=c：+α：：logS：：+α：：log(S：：)+ε：(3) 此外，由于知识的非垄断性或非专有性等特征，使技术型员工的流动成为技术溢出的一条重要路径，且通过技术工人之间面对面的接触而获得大量的技术信息，使 人力资本流动所产生的技术溢出现象更加明显｡同时，人力资本在新产品方面贡献了自己的力量也使得本国技术得以进步｡在运用LP模型测算进口贸易溢出所带来影响的同时，本文也把人力资源对TFP所产生的影响加入模型中｡ 我们将TFP定义为下面的柯布—道格拉斯形式: F：=A：S：：=：(4) 其中，A：为技术水平，Y：为总产出，K：为资本存量，L：为劳动力，H：为人力资本，α为劳动产出弹性，β为资本产出弹性｡ 三､数据的准备与处理 我们将TFP定义为下面的柯布—道格拉斯形式: 本文主要采用我国1981—2001年的数据来对我国进口贸易技术溢出加以分析研究｡ 1. 全要素生产率TFP (1)Y､L的数据可直接来源于《中国统计年鉴》各册｡ (2)K的确定，我们根据每年的固定资产投资额，采用永续盘存法来进行计算每年中国的资本存量数值(1981年为不变价)，公式为: K：=(1-δ：)K：+I：/P： 其中，δ：表示资本折旧率，我们取值为7%，P：表示投资价格指数(1981=1)，I：表示为每年的名义固定资产投资额｡ (3)H的来源是依据Yan Wang， Yudong Yao(2003)所提到的公式计算得出: H：=(1-δ：)H：+(PRI：-JUNIOR：) H：=(1-δ：)H：+(JUNIOR：-SENIOR：-SPECIAL：) H：=(1-δ：)H：+(SENIOR：-HIGH：) H：=(1-δ：)H：+SPECIAL： H：=(1-δ：)H：+HIGH： H：=(5H：+8H：+11H：+10H：+14.5H：)/Pop： 数据来源于《新中国五十年统计资料汇编》，《中国统计年鉴》，《中国人口统计年鉴》｡ (4)在计算中国的资本产出弹性时，考虑到在超越对数生产函数假设下，资本产出弹性将会随技术或资本密集程度的改变而变化，因而不同地区､不同时期的资本产出弹性也可能不同，因此α､β的取值依据了傅晓霞､吴利学(2006)加入人力资本的测算计算结果，分别取值为:α=0.306，β=0.694｡ 2.我国国内R&D资本存量S： 我国对R&D的支出统计是从1987年开始的，我国在1987年以前的研发投入一直是以政府财政科研拨款的形式存在，因此1981—1986年的数据采用这一项数据，从1987年后的数据来源于《中国科技年鉴》｡ 3.国外R&D资本存量S： 由于2002年，OECD的研发总量占全世界研发投入总量的82%左右(合652亿美元)，而其中又以G-7国家的研发总量所占份额最大，占OECD研发总额的83%，美国､日本､德国又综合占到了OECD研发总额的2/3｡特别是到2001年，日本､美国､欧盟中的国家在我国进口来源和在进口比重上都占了较大份额｡因此，本文采用G-7国家的研发数据对进口贸易溢出进行测算｡ 四､计量结果与政策建议 利用所需要的数据，通过使用Eviews3.1软件对论文中的LP模型进行了回归，结果如上表所示｡ 首先，我们不难看出，以进口贸易作为溢出渠道的国外研发资本存量对我国全要素生产率的增长有着很强的促进作用｡国外研发存量每溢出一个单位，我国全要素生产率的水平就能相应地提高1.135个单位，这与贸易增长理论是一致的｡之所以得出这一结论，主要是由于全球经济一体化，使得国外先进的创新知识不可避免地在全球范围内扩散｡贸易尤其是有形的资本品贸易成为了知识溢出的载体，而这些溢出的知识增加了我国的资本存量｡从而促进我国全要素生产率的增长｡ 其次，计量结果显示出我国研发投入对我国全要素生产率的增长作用不是很明显，这 可能主要是因为在1987年以前我国没有专项运用于研发的经费投入，而且在改革开放初期到20世纪90年代这一较长时期，我国主要是以加工为主的贸易形式较多，没有给予独立自主研发更多的资金支持和技术应用，从而致使我国虽然在20世纪90年代后期快速进行研发投入，但是，对我国的全要素生产率的贡献不是占主导地位｡ 为了对比看出人力资本对我国全要素生产率的贡献，又将模型剔除了人力资本这一变量进行计算，结果如下所示: 将此计量结果与之前的结果相比较，我们可以看出忽略了人力资本要素会高估国外溢出研发存量对我国全要素生产率的贡献｡在剔出了人力资本变量的结果中，国外研发资本存量的溢出对我国全要素生产率的弹性为1.169，加入了人力资本变量的结果，国外研发资本存量的溢出对我国全要素生产率的弹性为1.135｡ 通过以上分析，我们有以下建议: 我国在稳步扩大对外贸易的同时，要扩大与研发投入实力雄厚的国家进行贸易活动，特别是G-7国家的国际间贸易｡因为在对外贸易的同时，通过国家间贸易渠道而产生的技术溢出､知识溢出都能够为我国的全要素生产率增长带来极大的推动力｡ 同时，我国自身的研发投入应大力加强｡一方面，可以为增长我国的全要素生产率做出贡献，另一方面，可以帮助我国更好地吸收､消化､引进那些尖端或是高科技含量更高､更专业的新型技术和知识，进而创新出我国的新技术｡ 另外，加强本国研发投入不仅要重视资金的投入，还要重视人才的投入和投资｡如果我国的高级人才流失太快､或是具有高等知识教育程度的人才所占比例不高，那么，我国的全要素生产率的发展也会进展缓慢｡人力资本的流动可以带来新技术，也可以让高新技术流失，所以，我们在注重人力资本的质量和加大对人才培养的同时，也要把人才留住｡

贸易进出口论文篇3

（一）对外贸易开放度

通过进口国外先进的中间产品可以提高一国最终产品的技术含量。贸易伙伴国的R&D活动可以产生新的中间产品，当进口这些中间产品时，进口国企业便可以利用其含有的专业技术知识和相应的研发成果来提高自身的生产力。此外，国内企业在生产过程中摸索、了解和吸收国外同行的知识和技术窍门，逐步掌握了生产这些含有先进技术或研发成果的产品，最终使企业生产效率和技术水平不断提高。在这个“进口商品学习、吸收先进技术模仿二次创新”的过程中，产生出了诸如“干中学”效应、“技术示范与交流”效应等现象，有力地巩固和促进了一国的技术创新能力的持续性提高。国际发展经验表明，贸易开放度越高的国家，国外新技术就越有可能被有效复制，从其它国家学到先进技术的机会也就越大。

（二）国内企业的吸收能力

国内自身吸收能力的大小是保证技术溢出效果的重要保证。主要表现在国内研发（R&D）活动和人力资本水平的高低上。一国R&D活动不仅仅是自主技术创新的源泉，也是影响技术吸收能力的关键因素之一。较高的国内R&D存量能促进现有资源的进一步有效利用，产生更多的创新成果，提高国内生产力水平；同时也能提高本国对新技术的承接、利用和改进的能力。同时，较高水平的人力资本不仅可以发挥生产要素对产出增长的促进作用,而且能够有效地实现新技术的采用和贯彻。具有较高素质的劳动者可以更容易地接收新的思想，更加适应先进技术，从而促进新技术在生产中的使用。(BenhabibandSpiegel，1994)

（三）与技术溢出有关的知识产权保护

知识产权保护对国际技术溢出的影响却是双重的。知识具有非排他性特征，而知识产权保护正是要给予创新者适当的垄断利润,从而保持国内创新过程的持续性。但是与技术溢出有关的知识产权保护却是一把“双刃剑”。一方面，如果出口国的知识产权不能得到有效保护的时候,由于担心核心技术的泄露,出口国则倾向于向进口国出口低技术含量的产品。而知识产权保护的加强,能够使进口国有更多接近并获取国外先进技术的机会。另一方面，由于知识产权保护力度的加强，进口国企业在模仿时所分享的知识存量往往只能是知识总量部分内容，从而将减弱进口国获得更多技术溢出的效果。

2、我国进口贸易技术溢出的条件及其特征

（一）进口贸易的快速发展创造了良好条件

我国同美国、日本、欧盟等技术先进国的贸易联系日益紧密，为技术的溢出提供了更多的机会。自1985年以来，我国从世界发达国家的进口贸易发展迅速。以R&D活动相对集中的G-7国家（美国、日本、德国、法国、英国、意大利和加拿大）为例，1985年我国从G－7国家的进口总额为260.6亿美元，其中日本（占57.7%），美国（占19.5%），德国（占9.2%）在G-7中位居前三位，其他四国所占比例较小；2006年进口额增长了约10倍，达到2468.1亿美元，其中位居前三位仍然为日本（占46.9%）、美国（占24.0%）、德国（占15.3%）。在进口商品结构上。近年来我国初级产品的增速有所回落，而机械及运输设备以及高科技产品的增速增加。其中，机械及运输设备进口量占商品进口总额的比重由2000年的40.8%增至2006年的45.1%；高科技产品占商品进口总额的比重从2000年的23.3%增至2006年的31.2%。我国与技术先进国家进口贸易总量的扩大，以及进口商品结构的不断改善支持了进口贸易技术溢出效果的实现。

（二）国内吸收能力不足制约了对先进技术的吸收效果

1.研发投入不足，结构不合理。第一，我国用于科研开发的支出与发达国家相比存在很大差距。2006年我国R&D经费支出达到2943亿元,占GDP的比重为1.41%。而发达国家的R&D支出占GDP的比重一般都在2%以上。比如，2005年美国R&D投入总额为3125.3亿美元，占其GDP比重为2.51%；日本R&D投入总额为1458.8亿美元，占其GDP比重为3.20%；法国R&D投入总额为441.2亿美元，占其GDP比重为2.13%。第二，我国研发投入结构不尽合理、科研成果应用不足。一方面，政府在国家资金不足的条件下，仍然把大量资金投入到资本密集度极大、风险极高的技术研发领域，忽略了国内要素禀赋结构的约束，导致了国内要素配置效率下降；另一方面，研发成果的转化率或使用率较低，致使研发成果并没有进入生产领域转化成现实的生产力。因此，这些问题极大地阻碍了我国对引进技术的消化和吸收，滞缓了自主研发能力的形成，降低了创新速度。同时，国内研发投入不足也会带来一种“副产品”，即落后国家由于研发基础薄弱，缺乏及时了解和掌握国际技术发展最新动态的能力，难以对引进技术做出客观的评价，因而往往引进的是一些行将淘汰的技术，结果使其陷入“引进——落后——再引进”的恶性循环中。

2.人力资本短缺严重。由于教育投资匮乏等原因，我国人力资本存量与发达国家相比存在很大差距。2005年我国“万劳动力R＆D科学家和工程师”为14人，和发达国家相比，日本2003年为101人，德国为68人，法国为71人，美国在2002年为91人，加拿大为68人，意大利为30人。据统计欧美发达国家的从事R&D活动人员分布中，企业的R&D科学家与工程师均占50%以上，而我国企业中从事R&D的科学家与工程师人数明显低于在研究机构工作的科学家与工程师数。人力资本短缺已经成为制约我国技术吸收能力的一项重要因素。

（三）知识产权保护的强度不力制约了先进技术的流入

GinarteandPark(1997)建立和发展了一种定性评级法，用于对一国知识产权强度做出较客观的比较。他们将知识产权保护分为五个方面：覆盖范围、加入相关国际专利协议的情况、保护例外、实施机制和保护期限，并根据决定每个方面有效强度的多种因素分别评分，最后加总得到一个“0”到“5”之间的国家评分，即“GP指数”。一般而言，“GP指数”越大，说明该国的知识产权保护强度越大。我国的知识产权保护水平呈逐年上升趋势，但上升的幅度时缓时急。其中，1992年前后和2001年前后出现了两个快速上升的阶段，这一现象与1992年、2001年中国大范围修订知识产权保护法律的事实有关。但是我国的知识产权保护水平仍然远远低于发达国家水平，2004年的GP指数仅相当于日本1960年的水平（韩玉雄，李怀祖，2005）。

3、结论与建议

（一）继续扩大与发达国家的进口贸易，优化进口贸易结构

对我国而言，进口贸易的技术外溢效应在长期的积极影响是显著的。如果单纯依赖本国的自主创新体系、研发能力带来国内技术进步是远远不够的。为此，进一步优化中间产品的进口结构，继续促进技术贸易的发展应该成为是中国今后经济政策制订的一项重要内容。一是要进一步改革完善进口体制，调动企业进口积极性，充分发挥进口对国民经济的促进作用，推动技术进步、产业发展与经济增长。二是要进一步调整、优化进口关税结构，鼓励企业及时合理增加国外先进适用技术、关键设备的进口。

（二）要逐步增加研发资金投入

增加研发投入和R&D存量，是提高我国国际技术溢出效果的必要前提。《国家中长期科学和技术发展规划纲要(2006-2020年)》中提到，2020年全社会研究开发投入占国内生产总值的比重提高到2.5%以上，力争科技进步贡献率达到60%以上，对外技术依存度降低到30%以下。要顺利实现上述目标，我国政府应适当增加财政科研拨款，特别要加大对基础研究和应用研究的财政支持力度。同时为鼓励创新，政府可以依据企业技术创新的力度和市场实现程度，对创新企业给予不同程度的R&D退税补贴等税收方面的优惠，以减少企业的创新成本。

（三）加大教育投入，培育人力资本

政府应科学调整财政支出结构，在有限的财力中确保教育支出的优先增长。预算安排时，要确保《教育法》中规定的教育经费“三个增长”（中央和地方政府教育拨款的增长要高于财政经常性收入的增长，学生人均教育经费要逐步增长，教师工资和公用经费要逐步增长）的落实。逐步取消对私人部门投资教育的各种限制，动员社会各阶层力量，多渠道筹措办学资金。我国应借鉴西方发达国家的做法，建立完整的税收优惠政策体系，鼓励社会投资办学，以解决我国教育资金不足的难题，促进教育水平和人力资本投入的提高。

（四）加强知识产权保护

正确认识和处理知识产权，从长远来看，是知识溢出良性循环的宏观控制的必要条件。顺应WTO的要求，我国政府要努力完善知识产权保护体系。相关研究表明，当技术差距较大和(或)模仿能力较强时，可以充分利用“技术后发优势”，这时则偏向于鼓励模仿的知识产权保护制度有利于技术进步。要加强知识产权法的法制建设和知识产权的执法力度，保护国外科技企业的在华利益，从而以保证更多外部知识的持续流入。

参考文献：

[1]赵伟，汪全立.人力资本与技术溢出：基于进口传导机制的实证研究[J].中国软科学，2006，4.

[2]李永.中国进口贸易的技术外溢效应测度与分析[J].科学管理研究，2006，06.

[3]韩玉雄，李怀祖.关于中国知识产权保护水平的定量分析[J].科学学研究，2005，3.

[4]BenhabibandSpiegel.Theroleofhumancapitalineconomicdevelopment：evidencefromaggregatecross-countrydata.Journalofmonetaryeconomics[J].1994，vol.34：143-173.

【摘要】进口贸易的技术外溢效应是一国技术进步的重要源泉，这一结论已经为许多实证研究所支持。伴随着我国进口贸易的快速增长，进口贸易对我国的技术溢出问题已经引起了人们的高度关注。此文在国内外研究成果基础上，将对进口贸易技术溢出效应发挥的影响因素，以及我国的现实性条件与特征等问题展开了深入的论述，并提出了一些具有针对性的政策建议。

贸易进出口论文篇4

关键词：对外直接投资；协整检验；误差修正模型

改革开放以来，浙江对外贸易发展迅速，进出口总额从1978年的0.7亿美元增加到2005年的1073.91亿美元，年均增长31.2%，高出全国同期年均增长速度14.2个百分点。尽管浙江对外直接投资与对外贸易相比仍有较大差距，但在政府实施“走出去”战略之后迅速增长，对外直接投资额从1989年的499万美元增加到2005年的17000万美元，处于全国领先水平。可见，浙江的对外直接投资与进出口贸易都呈现不断增长的态势。为了衡量对外直接投资对进出口贸易的影响，有必要进行相应的实证分析。在国内，有关外商直接投资与中国对外贸易关系的研究已经取得了不少成果，但对于我国对外直接投资与对外贸易之间关系的研究却很少，实证研究尤其是具体到某一省份的实证研究就更少。究其原因，主要是我国的企业开展对外直接投资的时间较短，对外直接投资的数量少，占GDP和进出口的比重都不大，对中国经济的影响尚不显著。随着我国对外开放程度的不断深化和经济实力的增强，对外直接投资对我国经济，尤其是对进出口贸易的影响会进一步凸现，研究这一经济现象无疑具有重要的现实意义。

一、文献回顾

迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。

从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。

上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。

二、实证分析

（一）数据选取

由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。

（二）时间序列的平稳性检验

在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。

综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。

（三）协整检验

近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）

综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。

对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。

回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：

浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。

由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。

由回归方程(2)可知，CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。

（四）误差修正模型

误差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。

由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：

lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1

t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）

lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1

t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）

在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。

在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。

三、结论与建议

通过浙江对外直接投资额CFDI、外商直接投资额FFDI、生产总指数GDP与进口贸易额、出口贸易额之间的协整检验，并在此基础上建立误差修正模型来分析对外直接投资与进口增长、出口增长之间的关系，可得出以下结论：

（1）从长期关系看，CFDI、FFDI、GDP与出口贸易之间存在惟一的协整关系。浙江省对外直接投资对出口贸易产生促进作用，两者之间存在较强的互补关系。究其原因，在浙江省加大对外直接投资规模的若干年内,对外直接投资在浙江省已经逐渐转型,从追求人力资源优势的生产型投资逐步转向追求市场的市场型投资。这样的转变从长期的趋势来看是十分明显的,无疑明显影响到了浙江省出口的增长规模。同时，对外直接投资也能产生出口引致效应，即由于对外直接投资而导致的原材料、零部件或设备等出口的增加。

从前文实证分析来看，CFDI、FFDI、GDP与进口贸易之间也存在惟一的协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。浙江省对外直接投资表现为对进口贸易增长的促进作用。究其原因，首先在于对外直接投资有利于母国原材料的进口（邱立成,1999）。浙江省经济实力虽位于全国前列，但资源极其匮乏，人均资源占有量很低，许多重要的资源，如黑色和有色金属矿产资源、森林资源等，几乎完全依赖外省或是从国外进口。因而通过对外直接投资能在国外获取自然资源、先进的技术和管理经验，而它们对进口贸易无疑有强劲的促进作用。其次，随着浙江省国际贸易地位的提高，已经或者将要遭受到越来越多的外国政府为保护本国利益所设置的关税和非关税壁垒的限制。为规避贸易壁垒而进行的对外直接投资能缓和双边经济关系，化解贸易（张如庆,2005），从而进一步促进对外贸易的发展。

纵观全局，现阶段浙江省对外直接投资额与贸易额相比,比重还很小,2005年对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.00158（注：根据2005年浙江省统计年鉴相关指标计算得出。），而世界对外贸易与对外直接投资比例为1∶0.5634(注：根据2004年《世界数据报告》相关指标计算得出。）。表明浙江省的对外直接投资尚处于起步阶段。通过加快对外直接投资带动国际贸易的发展是非常必要的,也是可行的。

（2）从短期关系看，浙江省对外直接投资CFDI与出口贸易短期均衡关系显著。从误差修正模型可以看出，其中CFDI与出口贸易的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制，且t值显著,证明了对外直接投资能促进母国出口贸易（邱立成,1999）。浙江省对外直接投资可以说经历了一个从无到有、从限制到鼓励的发展历程(齐晓华,2004)。由于其规模太小,对进出口的影响还不及外商直接投资FFDI来得大。但据权威研究报告预测（王亚平，2004），“十一五”期间我国对外直接投资将进一步扩大。浙江省作为全国经济强省也首当其冲，必然大幅提高对外直接投资额。随着浙江省对外直接投资金额的进一步增大，对外直接投资与出口贸易直接的正相关关系将逐渐增强。

本文实证表明，浙江省CFDI与进口贸易也存在短期均衡关系显著，CFDI与进口贸易的关系也存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。相比之下，CFDI对进口贸易的短期调整作用更强。

从浙江省当前贸易战略出发,政府相关部门有必要充分重视对外直接投资的作用，对能产生进出口贸易互补、创造效应的对外直接投资给予各种政策优惠,从而鼓励企业积极“走出去”进行对外直接投资。以往政府有关对外直接投资政策的制定大多涉及与对外直接投资有关的贸易措施,而并不直接制定与贸易有关的对外直接投资政策。我们必须跳出这种思维模式，直接制定切实可行的对外直接投资政策,使浙江省企业步入国际化发展阶段,逐步建立自己的跨国公司,提升产业结构。

对企业界而言，加入WT0后,国内市场上国内外企业的竞争日趋激烈,如果只是固守本地市场而放弃进入国际市场,那么其国内市场份额势必逐渐被吞食。在世界经济一体化的大背景下，浙江省企业必须增强国际竞争意识,积极“走出去”,进行对外直接投资，进一步拓宽企业的生存空间，增强企业的国际竞争力，以投资促进贸易，为国际贸易的发展注入新的血液，在国际竞争中掌握主动权。

参考文献：

蔡锐,刘泉.2004.中国的国际直接投资与贸易是互补的吗?——基于小岛清“边际产业理论”的实证分析［J］.世界经济研究(8).

齐晓华.2004.当代国际直接投资现状与趋势分析［J］.投资研究(3).

邱立成.1999.论国际直接投资与国际贸易之间的联系［J］.南开经济研究(6).

小岛清.1987.对外贸易论［M］.天津:南开大学出版社:437-442.

王亚平.2004.“十一五”期间中国经济参与国际分工趋势展望［J］.经济研究参考(49).

张如庆.2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］.世界经济研究(3).

AGARWALJP.1986.Thirdworldmultionalsandbalanceofpaymentseffectsonhomecountries:acasestudyofIndia［M］//KHUSHIMK.MultinationalsfromtheSowth.London:Maemillan.

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MARKUSONJR,JAMESRM.1983.Factormovementsandcommoditytradeascomplements［J］.JournalofInternationalEconomics,14:341-356.

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贸易进出口论文篇5

论文摘要:金融危机使我国进出口贸易受到明显影响,国内关于现阶段该保持人民币继续升值趋势还是该通过贬值刺激出口争议再起。主要从人民币升值对经常项目帐户和资本与金融帐户的影响两方面对新疆国际收支变动进行分析,得出升值将会增加新疆国际收支额的结论。同时,从出口和进口两方面分别对新疆进出口贸易的影响进行了分析,得出对出口短期不利,长期有利,对进口带来巨大机遇的结论。

1研究背景

金融危机中,由于一些国家金融机构倒闭或被收购、接管,信用恶化和萎缩,贸易中的履约风险和结算风险增大,使国际贸易萎缩,加剧国际市场激烈竞争,全球范围内各国贸易政策开始趋于保守,贸易保护主义威胁增大。在趋紧的贸易大环境中,我国出口面临前所未有的困境,以致于国内现在关于人民币应该保持升值趋势还是通过贬值来刺激出口的争论再起。

2人民币升值对国际收支变动的影响

2.1人民币升值对经常项目帐户收支变动的影响

至于贸易互补度方面,新疆国际商贸大通道的贸易定位,就是缘于我国与中亚国家间极强的贸易互补性存在,这是新疆边贸发展的基础。人民币升值会否使贸易互补度下降从而降低贸易流量呢?应该不会,理由是:第一,中亚国家由于历史原因,产业结构失衡造成国内对新疆出口的日用消费品和机电产品需求强烈。虽然新疆也面临着其他国家如土耳其、韩国、日本、美国、俄罗斯以及一些西亚国家越来越激烈的竞争,但新疆出口商品物美价廉的竞争优势短期内还不可动摇;第二,我国经济快速发展,而国内能源供应增长较慢,使能源进口依存度不断提高,2007年开始已经上升到50%以上。中亚作为世界上能源储量排名第三位的地区,能够通过陆路通道向我国供应油气资源,对实现我国能源进口市场多元化和运输方式多样化,减少我国面临的能源安全威胁具有重要战略意义。显然,即使人民币继续升值,也不会因为其带来贸易互补度降低,从而缩减贸易流量。总体来看,人民币升值对扩大贸易规模是有利的,对新疆经常项目帐户会产生收入增加效应。至于支出方面,升值使人民币购买力增加,带来的通常是进口成本下降,进口贸易流量显著扩大。

2.2人民币升值对资本和金融项目帐户收支变动的影响

(1)人民币升值对短期投机资本流动的影响。

如果人民币长期升值趋势确定,就会产生不断继续升值的心理预期,从而使人民币升值投机将加重,短期资本流入增加。而且,短期资本还可能通过外贸套汇、假合资项目等渠道入境。入境的国际热钱将选择诸如房地产等受益于升值而产生明显增值的市场进行投资,因为人民币升值预期会增加国外机构的投资信心,也可能使他们获得投资收益和升值收益的双重利润。

(2)人民币升值对直接投资流动的影响。

人民币升值看似会增加直接投资成本,降低直接投资热情,其实未必。因为:第一,如果直接投资目的是为了发展两头在外的加工贸易,则存在人民币升值使其出口制成品美元价格提高,削弱了价格国际竞争力,如不提高美元价格,则出口利润减少的情况。但人民币升值同样会带来进口原材料的美元价格下降的现象,两者相抵后的结果是汇率升值对出口利润影响没有想象那么大。2008年我国沿海地区出现的大面积的加工贸易型企业倒闭和转移风潮,关键因素并非人民币升值,而是劳动密集型加工制造业在我国到了转型升级的转折点;第二,如果是大型跨国公司的战略投资,其并不在乎人民币升值所增加的一点投资成本,而是看中了我国拥有巨大消费潜力的国内市场。而且其投资基本是长期投资,升值后其在我国存量资产反而能够得到增值收益。

3人民币升值对新疆进出口贸易的影响

3.1促进外贸增长方式转变,优化进出口商品结构

不能否认,人民币升值会使新疆出口商品美元价格提高,降低其在国际市场价格竞争力。但这从另外一个方面看,也为原先一味依靠廉价优势,在国际市场打价格战的出口企业敲响了警钟,使其在关注比较优势的同时,还必须提高对竞争优势的关注程度,在国际市场的竞争手段也将逐渐从单一的价格竞争手段向各种非价格竞争手段转变。从长远来看,人民币升值将有助于新疆外贸增长方式从粗放型转向质量和效益型,促使新疆企业降低消耗和成本,加快出口商品结构的调整,大力发展知识密集和技术密集型产业,用高新技术改造传统产业,提高出口产品的附加值,做到“人无我有,人有我优”,提高非价格竞争的能力,提高出口可持续发展的能力。

3.2改善贸易条件,避免“贫困化增长”

“贫困化增长”往往是由贸易条件恶化导致的。其出现须具备的前提条件之一,就是出口商品是在国际市场占有较高市场份额,而且需求价格弹性较低。从新疆2008年出口商品结构来看,主要属于消费刚性较强的服装、鞋帽、箱包、纺织品、农产品等日用消费品,其也是我国传统大宗出口商品,在中亚市场占据较高市场份额。显然,新疆一定程度上具备出现“贫困化增长”的可能性。解决办法只有提升出口价格水平,降低进口价格水平,改善贸易条件,而人民币升值正好带来了这种价格效应。超级秘书网

3.3降低资源进口成本,增加进口规模

新疆进出口贸易严重不平衡,比如2007年新疆出口额115亿美元,而进口只有22亿美元,贸易顺差程度远高于全国水平。这本身就意味着新疆外贸发展并不合理和健康。出口只是换汇手段和过程,进口才应该是最终目的。因为只有进口,才能引进国外先进的技术、设备乃至经验、文化等等,以及国内短缺的商品和物资。后者可以保障国内各部门发展的平衡和国民经济体系的健康,前者可以帮助实现经济结构的调整、产业结构的升级等,最终使经济实现高效率、高质量的发展。人民币升值使进口成本下降,一方面使中亚能源和资源等主要进口品在不考虑国际市场价格变化的前提下变的比以前廉价,从而为新疆大量增加能源、资源进口带来良好机遇。目前进口规模有限,主要是因为能源、资源运输通道的制约。随着中哈输油管道一期的竣工输油,二期的开工建设,随着中国—中亚输气管道在2010年的全面竣工使用等,新疆能源进口将面临快速增长态势。人民币升值显然可使进口节约更多成本;另一方面,人民币升值使中亚国家资产价格变的更便宜,在我国积极鼓励国内企业“走出去”的背景下,新疆企业完全可以抓住升值的机遇,积极购买中亚国家的能源、矿产资源资产,为将来扩大能源、资源进口奠定坚实基础。

4结论

(1)人民币继续升值对新疆国际收支的影响表现在:经常项目项下会带来贸易规模的增加进而使国际收支额上升;在资本和金融帐户下会产生短期投机资本的增加,但直接投资不会受明显影响,所以该帐户国际收支额也会相应上升。(2)人民币升值对新疆出口贸易的影响,短期来看是不利的,长期来看,通过外贸增长方式的转变和进出口商品结构的优化、贸易条件改善等等,有利于新疆外贸实现可持续发展。(3)对新疆进口贸易来说,升值意味着巨大的机遇,在新疆能源、资源运输瓶颈解决后,如果升值,必将带来新疆进口空前增长的井喷局面。

参考文献

[1]易纲,张磊.国际金融[M].上海:上海人民出版社,2002:433.

[2]曲凤杰.人民币汇率改革对资本流动的影响[J].国际金融研究,2005,(9).

[3]黄锦明.人民币汇改和升值对我国外贸的影响[J].经济与管理研究,2005,(9).

贸易进出口论文篇6

完全的汇率传递是以世界市场的完全竟争为前提，而现实中大多数产品市场不完全竞争市场，美国经济学家多恩布什和克鲁格曼等从市场的不完全竞争以及产业组织角度来分析解释汇率的不完全传递问题。

他们认为传统的汇率传递理论是以世界市场是完全竞争市场为前提的，即进出口厂商是贸易产品进出口价格的接受者，无法左右进出口价格，在这种前提下，当汇率变动时则会引起进出口商品价格的同等变动。然而事实上，世界市场是不完全竞争的，在不完全竞争市场，大部分产品是差别产品，出口商有决定价格和产量的权力。在升值的情况下，出口商一般会通过降低成本等方式来抑制因货币升值而造成的价格上涨压力，从而导致不完全汇率传递。通常，市场集中程度越高、进口商品用国内货币标价的范围越大，汇率的传递系数越低;而产品的同质和替代程度提高、国外厂商相对于国内竞争者的市场份额扩大，汇率的传递系数就越高。

多恩布什认为一些产业组织因素也会影响汇率的传递，这些因素包括:市场集中程度、产品的同质性和替代程度等。一般说来，市场集中程度越高，厂商的垄断势力也越强，所以汇率的传递系数就越低:产品越具相似性，产品间的替代程度越强，则厂商的垄断势力越小，汇率的传递系数就越大。

2、沉淀成本

美国经济学家迪克希特和克鲁格曼从供给角度分析了汇率传递不完全的原因，他们同时也建立了汇率传递的沉淀成本模型[’61。该模型的思想是:在产品存在差异的情况的情形下，出口厂商不仅要为消费者提供高质量的产品和确定合理的价格，还必须投入一部分资源用于开发市场，建立分销网络，针对外国人的需求进行研发以使产品适应外国市场等。这些投入成本是为进入外国市场而支出的，然而这些成本一旦支出就可以被看作沉淀了，因为厂商不能轻而易举地廉价出售它的资产，无论是无形资产还是有形资产。由于沉淀成本的不可逆转性，以只有当厂商预期能够弥补沉淀成本时，他才会进入一个市场，一旦成本己经沉淀，即使厂商只能弥补可变成本，它也仍然会留在市场中不会退出。

事实上，当存在沉淀成本时，厂商会对未来利润的贴现值与当前利润进行比较然后做出决策，而不会一直因为有了沉淀成本而不进入市场。因此该模型有一定的缺陷。

3、市场份额

美国经济学家弗路特与克兰帕尔从分析厂商的市场份额角度研究了汇率传递问题。他们认为如果垄断厂商以其市场份额作为经营目标，那么对未来汇率的预期会影响厂商目前的定价策略与市场份额[47l。

例如，对于暂时的人民币升值，国外厂商出口到我国的产品价格(以人民币表示)降低的幅度较小，因为相对将来的利润来说，人民币的升值增加了现在的利润，当人民币暂时性升值时，为增加现在的边际利润，国外厂商就会提高出口的外币价格，以得到现时的最大利润;对于持续的硕士论文人民币升值，厂商会大幅度降低价格己得到最大市场份额。因此，厂商越认为汇率变动是暂时的，他们对汇率变动的反应越小敏感，过去的汇率变动越频繁，现在的汇率变动越有可能被认为是暂时的，厂商对汇率的变动就更加不敏感，由此可见，汇率的变动与进出口价格的变动并不完全一致。

贸易进出口论文篇7

【论文摘要】 本文通过对新汇制改革以来的贸易效应进行理论推导和数据分析，及我国高贸易顺差的根源进行了研究认为:我国贸易收支与汇率变动的相关度不高，中国的高贸易顺差是国际产业转移形成的“迁移效应”等深层次根源的结果;人民币升值的贸易收支改善效应不大，但对贸易条件和产业结构具有一定的改善作用; 最后提出了在人民币稳步升值趋势下人民币汇率调节政策几点建议。 【论文关键词】 人民币汇制改革 人民币升值 贸易效应 自2005年7月21日人民币汇制改革以来，中国的贸易顺差和贸易额以及外汇储备均不减反而大幅增加，中美贸易的不平衡问题也并未因人民币的升值而改善，且再次掀起要求人民币更大幅度升值的风潮。因此，人民币汇改尤其是由此引发的人民币升值的贸易效应，以及中国贸易顺差的深层次根源，值得深思。 一、人民币升值对我国进出口贸易收支的影响 1.基于弹性理论的分析 根据弹性理论，一国货币汇率变动对贸易收支具备改善效应的条件是满足马歇尔—勒纳条件:其进出、口需求弹性之和大于1，即当EX+EM>1时，其货币贬(升)值可使出口收入的增加(减少)，进口支出的减少(增加)，贸易收支逆差(顺差)减少，从而改善贸易收支。否则，当EX+EM=1或<1时，一国货币汇率的变动对贸易收支不具备改善效应。但是，马歇尔—勒纳条件通常对贸易小国适用，而对开放经济大国却未必适用，因为对于开放经济大国而言，汇率变动的贸易效应和政策效率受多种因素的制约，或者说其进出口贸易收支受多种因素的影响，如范金就认为马歇尔—勒纳条件不适用于中国。根据范金计算的我国中长期出口弹性为-0.8579，绝对值小于1，说明人民币升值使出口价格的提高的幅度超过出口数量减少的幅度，出口额反而提高了，假设人民币升值10%，将会使我国的出口额增加1.421%;而我国中长期进口弹性为-1.0774，说明人民币升值造成我国进口额的增加幅度不大，假设人民币升值10%将会使我国的进口额仅增加0.774%，小于出口额增加幅度，贸易顺差反而增加0.647%，所以其结论是人民币汇率升值会促使我国贸易顺差的进一步增加。 2.人民币稳步升值后我国贸易顺差额与汇率变动的数据分析 以上单从理论上分析还不足以有说服力，所以收集了自汇改以来汇率随市场变动与我国贸易顺差额的半年度数据，以此说明我国汇率调整是否会显著影响我国的贸易顺差额。 从05年6月开始到12月， 贸易顺差额从106.3亿美元增长到110.1美元，除9月有所降低外，每月的差额都出现增加的势头。但同一时间段，人民币对美元平均汇价从827.65/100美元一直下降到807.59/100美元，说明在2005年的下半年，人民币保持稳步升值的趋势. 自2006年1月到11以来贸易顺差额从96.1亿美元增长到229.2美元，几乎每月的差额都出现增加的势头。但同一时间段，人民币对美元平均汇价从826.6/100美元一直下降到789/100美元，说明在06年人民币保持稳步升值的趋势，到2007年9月人民币对美元平均汇价下降到758/100。但我国贸易顺差额仍稳步攀升，2006年的贸易顺差1765亿美元，比上年增73.2%.贸易顺差继续增高，由此，可得出结论，汇率变化对我国的贸易顺差额并无显著影响。（数据来源：中国国家统计局网站） 3.我国高贸易顺差的深层次根源的辩证剖析 (1)我国劳动力等要素的低价格形成的比较优势 我国在劳动力、土地等要素价格方面，尤其是劳动力的价格具有很强的比较优势。2002年，中国制造业工人周工资为22135元，是香港和新加坡的十分之一，美国的三十五分之一，总体上来说，我国劳动力价格廉价优势仍然可以保持20年，可见人民币的适当升值很难抵消这种比较优势.劳动密集型产品一直对我国贸易顺差贡献较大，就2006年而言，成员国间纺织品贸易配额的取消导致我国纺织品出口的增加，是该年贸易顺差增加的主要推动力之一。 （2）国际产业布局转移形成的“迁移效应”。由于中国劳动力等要素价格的强比较优势和 巨大的国内市场，使中国成为跨国公司投资的热土.且近年加工贸易已占我国进出口的50%左右，加工贸易和外商投资企业已成为我国贸易顺差贡献最大的一项因素，如2006年下半年加工贸易和外商投资企业对我国商品贸易顺差的贡献率分别是150%和64%。华盛顿国际经济研究所的一项调查报告显示， 中国对美国贸易顺差的75%来自产生的“迁移效应”。 (3)内外储蓄率的巨大差异 经济学描述了储蓄与投资之差、出口与进口之差互为对偶关系(S-I=X-M)，即储蓄过多会产生贸易顺差;反之，储蓄过少会产生贸易逆差.中、美的储蓄率已分别走向了两个极端，中国近年的储蓄率高达40%左右(2006年为42%)，而美国的储蓄率通常在5%以下，有时甚至为负储蓄率(2005年第三季度为-1.6%).麦金农教授认为，中国的高储蓄率和欧美的低储蓄率是导致中国对欧美高顺差的主要原因，他强调要重视从储蓄率角度来观察失衡问题. 二、人民币升值对我国贸易条件和产业结构调整的影响 我国的“贫困化增长”，即贸易条件恶化问题已不容乐观，根据中国海关编制的贸易条件指数，1993年～2003年中国的整体贸易条件下降了12%(雷达);陈飞翔认为，2011年我国商品价格贸易条件指数比1995年下降了17%.因为人民币升值会导致出口价格上升和进口价格下降，从而使贸易条件改善。根据杨帆等的研究成果:在通货膨胀率不变的条件下，人民币升值的贸易条件改善系数为0.37。查贵勇通过对1994年～2003年的相关数据进行回归分析，得出人民币每升值一个百分比，中国贸易条件将改善0.353个百分比。关于人民币适度升值对我国出口商品结构和产业结构升级的促进作用，应该是肯定的。长期以来，我国出口一直走低价竞销的恶性竞争路子，人民币升值导致出口产品的外币价上升，会对那些高成本、低效益的企业和产品具有挤出效应;同时，人民币升值会降低先进设备的进口成本，从而有利于促进我国出口商品结构和产业结构的升级换代。 三、人民币稳步升值趋势下人民币汇率调节政策几点建议 由上文分析得出，人民币升值的办法并不能很好的改善贸易收支不平衡的状况。如果按照此趋势发展下去，很容易让人联想到日本在“广场协议”后，日元持续升值造成日本经济的长期衰退的后果。因此我们要采取配套措施，避免单纯为了应付我国目前贸易收支持续顺差状况，而采取不断调整汇率的做法.为此，我建议如下： 1.完善人民币汇率改革，为发挥汇率调节作用提供制度条件 借鉴日本等发达国家经验，稳定的汇率制度是经济健康快速发展的必要条件。因此我们应该健全以市场供求为基础的、有管理的浮动汇率体制，保持人民币汇率在合理、均衡水平上的基本稳定。让“有管理的浮动汇率制”名副其实，促进人民币汇率生成机制的市场化、科学化.最终逐步推进人民币资本项目可兑换，实现人民币的自由浮动和国际化。只有这样稳定合理的人民币汇率形成机制才有利于货币政策操作，实现内部平衡目标，才有利于对外经济贸易竞争和国内经济结构调整。 2.加快经济结构调整，扩大汇率作用机制 我国经济结构的不合理，是造成巨额贸易顺差的主要原因，因此，我们要以汇改为契机，一方面，通过进、出口税率调整等措施实现出口产业层次的优化和加工贸易的深化，促进国内产业升级。另一方面，借助贸易增长方式的转变，大力发展服务贸易，不断提高服务业的发展层次和开放水平。同时，要逐步统一内外资企业的税收、关税、外贸权、融资及要素获得等方面的政策措施，改变外资利用方式，提高利用外资质量。这样既可以加强汇率机制对改善贸易收支的作用效果，又可以弱化人民币升值的单向预期。 3.持续扩大内需，配合汇率机制改革 目前国内储蓄率很高决定了内需在拉动我国经济增长方面的重要地位。内需的扩大，以社会保障体系的进一步完善为条件.只有解决了人民群众的后顾之忧，才会改变目前国内储蓄偏高、消费偏低的现象，才会解决好我国经济发展内需不足的问题。内需的扩大，归根到底取决于人民群众的收入水平提高。收入水平的提高，来自人民群众议价水平的提高、劳动力价格水平的提高。要从根本上提高人民群众的议价水平，提高劳动力的价格，必须继续大力发展教育，提高劳动者的业务素质和技能水平。只有内需的持续扩大，才能增加有效供给，促进就业，显著提高经济增长质量和效益。在功能上作为以调节总量为主的汇率政策，才能起到更好的效果。 参考文献: 殷德生:中国贸易收支的汇率弹性与收入弹性[J].世界经济研究，2004，(11) 杨帆:透视汇率[M].北京:中国经济出版社，2005 .7 1～84 雷达:人民币汇率与中国货币政策研究[M].北京，中国经济出版社，2006.91

贸易进出口论文篇8

论文摘要：随着全球经济一体化和贸易自由化进程的加速发展，在巨大的经济利益的诱惑下，侵犯他人知识产权的非法货物在国际贸易中的数量和比例一直居高不下。据估计每年全世界假冒货物产值占世界贸易额的5-8%，约达1000至1200亿美元。侵权产品贸易泛滥，在一定程度上也同企业保护自身知识产权的意识和行动不足有关系。 论文关键词：进出口；货物贸易；知识产权；海关保护 Abstract: Accelerates along with the global economic integration and the liberalization of trade advancement to develop， under the huge economic interest's enticement， encroaches upon other people intellectual property rights illegal cargo has stayed at a high level in international trade quantity and the proportion. It is estimated the world counterfeit cargo output value accounts for the world volume of trade every year 5-8%， approximately reaches 1000 to 120，000，000，000 US dollars. The right infringement product trade is in flood， to a certain extent also the same enterprise protects own intellectual property rights consciousness and the motion has the relations insufficient. key word: Import and export; Cargo trade; Intellectual property rights; Customs protection 引言 我国的知识产权的海关保护，是海关海关为了维护正常的社会经济秩序和公共利益，依法在边境制止侵犯受国家法律和行政法规保护的知识产权的货物进境或者出境的措施。与进出境货物有关并受中华人民共和国法律、行政法规保护的知识产权，包括商标专用权、著作权和专利权，在进出口贸易中都可以获得海关保护。这种保护并不如企业想象中的复杂，在海关进行知识产权备案从申请之日起40日内就能办理完毕，每一项海关备案只需花费人民币800元，这对于在国际市场上深受假冒伪劣困绕的企业，尤其是产品出口型企业来说，无疑是靠举手之劳，就在知识产权的有效期限内，为自己的产品上一个长命的保险。 一 什么是海关备案 知识产权权利人（包括著作权人、商标注册人、专利权人及著作权、商标权、专利权的专有使用许可的被许可人）向海关提供有关知识产权的权利状况、权利人的联系方式、合法使用知识产权情况（如授权许可使用情况）、侵权嫌疑单位、有关图片和照片等信息，海关总署准予备案的，发给知识产权海关保护备案证书，即完成了海关备案手续。 知识产权海关保护备案自海关总署颁发《知识产权海关备案证书》之日起生效，有效期为7年。在知识产权有效的前提下，知识产权权利人可以在知识产权海关保护备案有效期届满前 6个月内，向海关总署申请续展备案。每次续展备案的有效期为7年。 知识产权海关保护备案有效期届满而不申请续展或者商标专用权、著作权、专利权法律保护期届满的，知识产权海关保护备案随即失效。 事先向海关总署进行知识产权备案，可以使权利人的合法权益得到及时有效的保护，还可以对那些过去毫无顾忌地进出口侵权货物的企业产生警告和震慑作用，促使其自觉地尊重他人的知识产权。知识产权权利人及时到海关总署办理知识产权海关保护备案，是维护自身合法权益的重要保障。海关查验进出口货物时，根据备案情况确定货物是否有侵权嫌疑，在海关总署备案后，备案数据将被传送到全国各海关，从而可以在全国的边境上建立起全 面有效的知识产权保护网络。 二 什么是海关保护 在海关总署备案的知识产权权利人发现侵权嫌疑货物即将进出境的，可以向货物进出境地海关提出采取知识产权保护措施的申请，提交合法使用人名单、申请人授权实施有关专利以及进出口有关商品的企业名单、合法或侵权商品以及包装式样的照片或图片、侵权嫌疑人情况、申请人已掌握的进出口侵权货物的企业名单、侵权商品的特征以及获得的初步证据。如权利人和侵权人之间已经发生纠纷或者诉讼的情况。申请人可以书面陈述或者提供有关起诉状、答辩状、撤销或者宣告权利无效的申请书、答辩书等文件。权利人请求海关扣留侵权嫌疑货物的，还应当向海关提交与进口货物到岸价格或者出口货物离岸价格等值的担保金。 三 申请海关保护的两种具体选择方式： （1） 从海关备案到海关保护 知识产权权利人可以未雨绸缪，在未发现侵权产品时，可以单独申请海关备案；以后发现侵权产品进出口是，可以再申请海关保护。在海关备案后，海关还可以自动给予保护。在这种方式下，权利人可以先向海关总署申请知识产权备案，在海关总署批准备案申请，并获得海关总署颁发的《知识产权海关备案证书》后，再向进出境地海关申请海关保护，扣留侵权品。 例如，“TOYOTA 、“NISSAN”两商标在海关进行备案后，某海关依法扣留了一批涉嫌侵犯已在海关进行备案的“TOYOTA” 、“NISSAN”商标专用权的货物。这批货物是某实业有限公司向海关申报出口至尼日利亚的一批汽车配件，其中有69箱雨刮器上标有“TOYOTA”商标、100箱雨刮器上标有“NISSAN”商标，涉嫌侵犯权利人商标专用权。 （2） 海关保护和海关备案同时进行 如权利人未在海关备案，而临时发现了侵权行为时，当机立断也为时不晚，可以立即同时申请海关备案和海关保护。权利人在向海关总署递交海关保护申请书的同时递交海关备案申请书，海关保护和海关备案程序就可以同时启动。这样，可以在时间上争取优势，及时防止侵权品的进出关和进一步地流入市场。海关总署收到申请后，会指令进出境地海关采取保护措施，扣留有关侵权品，并且将有关文书送达侵权人，指令其于7日内陈述意见，逾期没有提出异议的，进出境地海关将处理有关侵权品，如没收、变卖等。 例如，“HELLO KITTY” 商标未在海关进行备案，某海关查验发现某股份有限公司出口韩国的手表中，部分商品上标有“HELLO KITTY”字样及图案，案值12万余元人民币。经查询海关备案数据库，“HELLO KITTY”并未在海关总署进行海关知识产权保护备案。海关几番周折寻找到了“HELLO KITTY”的日本商标注册人日本三丽鸥股份有限公司。该公司依法向海关总署同时提出知识产权保护申请和备案后，海关禁止上述商品出口，并给予出口人严厉的行政处罚。